Введение в биостатистику
Односторонние статистические критерии
жүктеу/скачать 1,74 Mb. Pdf көрінісі
|
ОСНОВЫ БИОСТАТИСТИКИ
Тағдыр. Қабдеш Жұмаділов-1, №7 дәріс бойынша тест Неке-отбасы құқығының негіздері
- Бұл бет үшін навигация:
- Рисунок 27. Области принятия и непринятия для одно- стороннего t-теста
| Односторонние статистические критерии
Всегда до проверки гипотезы, еще до отбора случайной выборки, бывает необходимо определить, должны ли мы использовать двусторонние или односторонние статистиче- ские критерии. В рассмотренном нами примере проверки гипотезы о возможности одинаковых средних уровней алюминия в плазме крови младенцев, получавших алюминийсодержа- щие антациды и младенцев, не получавших антациды, нами был использован двусторонний статистический критерий или, так называемый двусторонний тест (two-tailed, two- sided test ). В данном примере альтернативная гипотеза была ненаправленной, она просто утверждала, что популяцион- ная средняя уровня алюминия в плазме крови младенцев, получавших алюминийсодержащие антациды не равна по- пуляционной средней той же переменной у младенцев, не получавших антациды (4.13 μг/л), не уточняя является ли популяционная средняя выше или ниже этой величины. Та- ким образом, как показано на рисунке 26, имелись две об- ласти непринятия, одна выше гипотетической популяцион- ной средней, другая ниже. Однако, вместо такого предположения мы могли сделать более правдоподобное. Мы могли предположить, что попу- ляционная средняя уровня алюминия в плазме крови мла- денцев, получавших алюминий содержащие антациды должна быть как минимум 4.13 μг/л. Нулевая гипотеза в этом случае будет утверждать, что μ ≤ 4.13, а альтернати в- ная гипотеза - что μ > 4.13. Альтернативная гипотеза в этом случае является направленной, так как она уточняет, что популяционная средняя лежит в определенном направлении по отношению к нулевой гипотезе. 121 Рисунок 27. Области принятия и непринятия для одно- стороннего t-теста В подобных ситуациях на кривой распределения выбо- рочных средних уже не будет двух областей непринятия. Как показывает рисунок 27, в этом случае имеется только одна область непринятия. Если величина α остается равной 0.05, область принятия (область, в которой лежат 95% всех возможных выборочных средних, отобранных из гипотети- ческой популяции) расширяется кверху с самого нижнего конца распределения, оставляя только одну область непри- нятия – верхние 5% кривой. Таким образом, область непри- нятия в этом случае лежит только в одном хвосте распреде- ления, а не в обоих хвостах. Шаги по проверке гипотезы по критерию t при направ- ленной проверке те же, за исключением того, что критиче- ское значение t в этом случае другое. Критическое значение в этом случае отделяет верхние 5% распределения от ниж- них 95%, вместо деления средних 95% от двух хвостов, ка- ждый из которых составляет 2.5%. Соответствующий стол- бик в таблице 10 показывает, что критическое значение t в этом случае (для той же степени свободы = 9) равно + 1.833, а не ± 2.262. μ o = 4.13 Область принятия (95%) Область непринятия (5%) t крит = + 1.833 t выч. = + 14.67 122 Как видно на рисунке 27, это новое критическое значение связано только с одним хвостом распределения. Использо- вание этой величины включает, таким образом, выполнение жүктеу/скачать 1,74 Mb. Достарыңызбен бөлісу:
|